中圖分類號］F126［文獻標識碼］A［文章編號］1000-4211（2025）02-0101-19

一、引言

黨的二十屆三中全會《中共中央關于進一步全面深化改革、推進中國式現(xiàn)代化的決定》提出“形成有效增加低收入群體收入、穩(wěn)步擴大中等收入群體規(guī)模、合理調節(jié)過高收入”上升到“制度體系”的高度。法國著名經濟學家皮凱蒂在《21世紀資本輪》提出，真正引發(fā)各階層收入差異的主要因素是資本收入，資本收入比越高，社會貧富差距越大。對于我國城鄉(xiāng)差距過大的形成原因眾多，比如城鄉(xiāng)二元化結構的分割（郭慶賓等，2024）、農村土地要素流通限制（錢文榮等，2021）、資源稟賦差異（楊丹等，2023）等，同時，來自財產性收入差距和財富累積效應也加劇了這一問題。隨著金融發(fā)展，尤其是興起的普惠金融的發(fā)展，新的研究認為金融可得性是貧困減緩實現(xiàn)的關鍵。為了使金融發(fā)展更好服務于貧困減緩，在提升金融規(guī)模的同時，還需要構建金融規(guī)模擴張與貧困人口金融服務獲取的通道，提升金融可得性。金融可得性低是金融發(fā)展未能實現(xiàn)減貧效應的關鍵因素（溫濤等，2005）。所以人們寄希望于推進普惠金融發(fā)展，能提高城鄉(xiāng)居民的金融可得性水平，有助于解決低收入人群資金短缺、融資難、融資貴等稟賦問題，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。為此，本文以我國普惠金融發(fā)展為視角，選取金融可得性作為普惠金融發(fā)展的重要表現(xiàn)方式，探究金融可得性對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

然而，已有研究對于金融發(fā)展是否有助于減貧縮小收入差距仍然存在爭議。部分學者如Zalewski等（2010）研究發(fā)現(xiàn)國家金融化程度提高會導致收入差距的不斷擴大，發(fā)展中國家的金融抑制和信貸配給使得經濟增長放慢。在金融抑制的條件下，經濟不發(fā)達導致金融資源短缺，形成信貸配給兩極分化，最終制約經濟發(fā)展，形成惡性循環(huán)，加重收入差距。在我國，隨著20世紀90年代中后期金融體制改革推進，基于金融資本逐利的特性，金融機構在考慮到農村金融市場存在缺乏抵押物、信息不對稱、回收貸款成本高等諸多風險，不斷將金融資源撤離農村、轉向城市，這加劇了農村金融排斥狀況。此外，我國城鄉(xiāng)金融資源分配的“不公平”和“低效率”也是中國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的重要原因（劉長庚等，2013）。

同時，也有學者認為金融可通過資源的配置、風險的分散，在促進經濟增長的同時，有利于個人獲得資金的機會，進而改善收入分配差距（劉純彬和陳沖，2010）。特別是，隨著數(shù)字金融的發(fā)展，普惠金融的發(fā)展出現(xiàn)數(shù)字化的趨勢。一方面，第三方支付、網絡借貸、網絡理財?shù)榷喾N業(yè)務聚合為老百姓帶來了更加便利的金融服務；另一方面，數(shù)字普惠金融較低的交易成本與信息不對稱程度促進了金融可得性的提高（張岳和彭世廣，2021）。但是互聯(lián)網金融發(fā)展程度的地區(qū)異質性會導致普惠金融發(fā)展不均衡（姚耀軍和施丹燕，2017）。對于低收入人群因存在技術獲取壁壘，仍然難以獲得金融服務，這種數(shù)字普惠金融發(fā)展趨勢可能會進一步惡化收入差距問題。不過，現(xiàn)有關于數(shù)字普惠金融對收入差距影響的研究，多從宏觀省級層面展開討論，但考慮到宏觀省級數(shù)據(jù)難以真實反映數(shù)字普惠金融對居民個體的影響，而本文是以居民金融可得性水平為研究視角，以微觀個體作為研究對象，深入剖析金融可得性對城鄉(xiāng)居民個體收入差距的影響。

那么如何緩解城鄉(xiāng)金融發(fā)展不平衡，縮小城鄉(xiāng)收入差距呢？金融發(fā)展能否實現(xiàn)減貧呢？近兩年來，伴隨著國家精準扶貧政策的實施和普惠金融的發(fā)展，推進“供給側結構性改革”和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，商業(yè)銀行等眾多金融機構積極實施普惠性金融服務，能更好地服務那些被金融結構的門檻所阻隔的低收入人群。在此背景下，金融服務是否可成為實現(xiàn)普惠金融的重要前提，金融可得性的改善是否有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距？為了回答這些問題，本文采用城鄉(xiāng)微觀個體層面數(shù)據(jù)，以金融可得性的角度，實證分析金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

剩余部分結構安排：第二部分是文獻綜述，第三部分是影響理論機制和研究假設，第四部分是數(shù)據(jù)、變量和計量模型，第五部分是實證結果分析，最后一部分是結論和政策建議。

二、文獻綜述

目前，國內外有關金融可得性與居民收入差距研究文獻較為豐富，多從金融發(fā)展的視角出發(fā)，探討金融發(fā)展對金融市場參與主體收入的影響。其中，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關系研究仍存在不一致的結論，究其原因主要是金融發(fā)展水平在不同階段，其對城鄉(xiāng)收入差距的影響和程度是不同的（姚耀軍，2005；喬海曙和陳力，2009）。

在理論研究方面，Greenwood和Jovanovic（1990）在庫茲涅茨假說的基礎建立了一個反映金融發(fā)展、經濟增長和收入分配之間關系的動態(tài)模型，證明了金融發(fā)展與收入分配差距呈倒“U”型關系。與此同時，Galor和Zeira（1993）、Banerjee和Newman（l993）分別利用兩部門和三部門模型證明，金融市場的長期發(fā)展能夠縮小收入差距。但在金融市場不完善的條件下，Doepke和Townsend（2006）研究表明初始的財富差距所引起的收入差距不會隨著經濟增長而減少，但信貸市場發(fā)展會降低收入分配的差距，并且金融發(fā)展可能通過勞動力市場而對收入分配產生影響。因為金融可得性的提高將緩解潛在企業(yè)家的融資約束，從而增加一國企業(yè)家的數(shù)量，而企業(yè)家數(shù)量的增加將會創(chuàng)造出大量新的就業(yè)機會（Bianchi等，2010）。另外，Claessens和Perotti（2007）通過構建一個分析金融與收入分配的新框架，認為在發(fā)展中國家，由于內部人為設置的障礙，弱勢家庭和小企業(yè)從銀行獲取的信貸比率過低，這種限制會導致收入分配的不平等。我國學者也發(fā)現(xiàn)農村金融發(fā)展通過“減貧效應”縮小城鄉(xiāng)收入差距，而通過“門檻效應”和“排斥效應”擴大城鄉(xiāng)收入差距（王修華和邱兆祥，2011）。此外，農戶和中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進入金融市場融資不僅面臨著進入成本上的約束，同時也面臨著諸多實操層面的阻滯，金融排斥是拉大城鄉(xiāng)收入差距的主要原因（尹希果等，2007）。

在實證研究方面，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系仍未有統(tǒng)一的結論。有的研究結果表明金融發(fā)展對收入差距的影響是非線性的，增加涉農貸款會顯著提高農民收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距（姚耀軍，2005）。但有的學者認為，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距不存在明顯的關聯(lián)。比如葉志強等（2011）從我國城市和農村兩個方面研究金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系，發(fā)現(xiàn)農村居民收入的增長與金融發(fā)展顯著負相關，城市居民收入增長與金融發(fā)展不存在明顯的相關關系。但是，Maurer和Haber（2003）等學者對金融發(fā)展縮小收入差距的觀點提出疑問，他們認為隨著不斷金融的深化，從金融深化和金融市場發(fā)展中獲利的是那些高收入階層，而非低收入階層，從而導致收入分配差距擴大。在金融發(fā)展初期，金融資源從貧困地區(qū)流向經濟發(fā)展水平較高的城鎮(zhèn)地區(qū)，因此不利于農村經濟發(fā)展和農民的持續(xù)增收（溫濤等，2005）。伴隨金融發(fā)展人本主義實踐觀與價值理念的回歸（張賀和白欽先，2018），認為普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距逐漸成為新的歷史實踐與金融發(fā)展常態(tài)（白傾先，2017）。此外，數(shù)字普惠金融通過利用數(shù)字技術推動了普惠金融發(fā)展，讓農村居民也能享受基本金融服務（劉航等，2019），并且隨著我國數(shù)字普惠金融不斷推廣，通過基礎功能、主導功能和衍生功能三大功能，形成了包容效應、減貧效應和增長效應三大收斂效應，進而縮小了城鄉(xiāng)收入差距（宋曉玲，2017）。不過，現(xiàn)有關于數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的研究多采用省級宏觀層面數(shù)據(jù)，難以真實反映普惠金融對城鄉(xiāng)微觀個體收入的影響。

為了回答金融發(fā)展能否縮小城鄉(xiāng)居民收入差距這一問題，我們注意到金融可得性的提高是縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的關鍵因素。金融可得性越來越受到人們的重視（王偉和孫芳城，2018），一方面，金融部門的發(fā)展并不意味著金融可得性的提升，還需要構建金融擴張與金融服務的通道，即提升金融可得性（Bae等，2012）。在大多數(shù)經濟體中，金融資源都集中于少數(shù)規(guī)模較大的經濟主體，金融發(fā)展水平的提高并不能代表所有經濟主體的金融可得性的提高，金融總量的提高未必是整體金融參與者結構的均衡。另一方面，由于不同地區(qū)和不同個體的金融需求存在差異，金融總量的發(fā)展并不意味著個體獲得金融服務的可得性提高。從行為經濟學的角度認為影響金融減貧作用的關鍵因素是貧困人口的信貸需求不足而非信貸供給不匹配（Karlan等，2017）。基于中國的實證研究也表明，貧困人口缺乏有效信貸需求，破除貧困人口的金融需求障礙是發(fā)揮金融減貧作用的關鍵（林萬龍和楊叢叢，2012；謝玉梅等，2016）。從經濟機會的視角出發(fā)，金融發(fā)展與貧困減緩存在著多層次、多樣化的關系，金融與減貧的關系可以更為直接地界定為“金融發(fā)展一經濟機會一金融可得性—經濟機會一精準扶貧”（單德朋等，2016）。也就是說，金融服務是否可得是最終能否減低貧困的重要前提。因此，本文將從金融可得性的視角，探究金融可得性對居民收入的影響，回答金融可得性能否縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的問題。

目前，關于金融可得性對城鄉(xiāng)家庭收入的影響研究較少，且多數(shù)研究聚焦于宏觀省級數(shù)據(jù)分析金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。此外，相關研究多聚焦于考察金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并采用貸款總量等數(shù)據(jù)衡量金融發(fā)展水平，比如以銀行借貸總額與GDP的比值作為指標，進而分析金融的可得性會對農民收入的影響，但這卻忽略了金融資源配置結構存在的問題，因為金融資源具有特殊性，不僅具有一般資源屬性，是貨幣化的社會資產金額市場經濟中最重要的資源配置手段和機制，也對其他資源的配置結構產生影響，單從宏觀角度以特定的指標分析金融資源配置效率，具有片面性。雖然，當前也有部分學者研究新興數(shù)字普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，但受限于數(shù)字普惠金融的數(shù)據(jù)的可獲得性，多從省級宏觀層面分析城鄉(xiāng)收入差距，但是難以反映出普惠金融對城鄉(xiāng)個體微觀收入的影響，鑒于此，為了更好地解釋金融可得性對城鄉(xiāng)家庭收入的影響，采用北京大學中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)資料庫2014年、2016年和2018年的微觀數(shù)據(jù)，選取城鄉(xiāng)家庭的各項收入來源數(shù)據(jù)和家庭金融資產數(shù)據(jù)，構建城鄉(xiāng)居民家庭個人收入的計量模型，通過利用OLS回歸、分位數(shù)回歸和傾向值匹配法，實證分析金融可得性對我國城鄉(xiāng)家庭個人收入及不同來源的收入的影響。

三、理論機制與研究假設

基于已有的研究成果，以及借鑒張立軍和湛游（2006）認為金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距主要通過門檻效應、減貧效應和非均衡效應三種途徑，本文認為金融可得性對城鄉(xiāng)收入影響主要包括以下三類：一是金融可得性的減貧效應；二是擴大城鄉(xiāng)收入差距，包括金融發(fā)展產生的排斥效應、門檻效應，會拉大城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距；三是金融可得性縮小城鄉(xiāng)收入差距，包括金融發(fā)展產生的包容效應，以及資本累積的涓滴效應，有利于抑制城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距擴大。

（一）金融可得性的減貧效應

金融的減貧效應主要表現(xiàn)在利用金融服務投資獲利，促進自身人力資本的投資以及企業(yè)行為的帶動效應。從投資機制角度來看，普惠金融的目的是通過降低貧困人口的貸款成本來減緩貧困。根據(jù)Greenwald和Stiglitz（1990）投資理論，金融排斥會影響窮人，這是因為他最初就缺少擔保物和資源來獲取獲得銀行貸款。從人力資本提升角度來看，普惠金融通過賦予貧困人群獲得貸款的權利，破除其資金約束，使其可以將資金用于自身教育，從而有助于提升他們在勞動力市場上的競爭力。從企業(yè)行為機制角度來看，降低中小企業(yè)的貸款成本提高生產產量，提供更多的就業(yè)就會，進而產生減貧效應。

（二）金融可得性擴大城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制：排斥效應和門檻效益

一方面，由于金融資源是稀缺的，而金融需求卻總多于金融供給，這也導致金融規(guī)則一般由金融供給方制定，而金融機構為了“控制風險”和“逐利益”的權衡，會優(yōu)先考慮金融規(guī)則完善和金融需求量大的城鎮(zhèn)發(fā)達地區(qū)，這使農村低收入人群、小微企業(yè)難以從金融機構獲得所需的金融服務，同時又會通過“馬太效應\"讓這一現(xiàn)象惡化，讓農村低收入水平人群無法獲得與城鎮(zhèn)高收入水平人群一樣的權利，產生金融排斥效應，進而擴大城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，產生排斥效應。

另外，金融體系的運行和維護是需要成本，金融服務通常也需要支付給維持金融運行部門一定的報酬，這無疑給金融需求者們而言相當于一道“門檻”。但對于不同的金融需求者，破除門檻效應的難易程度卻不一樣，初始稟賦差異會導致城鄉(xiāng)居民獲得金融服務的差異越來越大，而受限于自身財富累積未達到特定的門檻效應，則難跨越金融門檻，這也直接影響了他們的收入水平。同時，金融的供給也受限于不同地域，如金融機構的營業(yè)網點一般布局于城鎮(zhèn)發(fā)達地區(qū)，而欠發(fā)達農村地區(qū)人群獲得難以獲得金融服務，從而使得他們手中的資本為無法借助金融服務的渠道獲得資本增值，拉大城鄉(xiāng)居民之間的收入差距，從而產生門檻效益。

（三）金融可得性縮小城鄉(xiāng)收入差距的傳導機制：包容效應和資本累計效應

一般而言，包容效應是與排斥效應相對，通過填補金融服務的空白，擴大金融服務的覆蓋面，讓被排除在正規(guī)金融體系之外的人群，能夠獲得價格合理、便捷的金融服務。為了解決金融發(fā)展自身會產生排斥效應和門檻效應，政府及相關部門會通過制定相應的金融政策，向被金融的門檻排斥在外的低收入農村人群傾斜。同時，地區(qū)的經濟發(fā)展水平不斷提高，也會帶動金融發(fā)展，讓更多的低收入農村居民可以享受到金融服務，從而產生包容效應，有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，說明包容效應有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

另外，金融發(fā)展也會影響居民的資本積累，產生資本累積的涓滴效應。由于金融發(fā)展具有配置資源、提供資金融資以及分散投資分析等功能，金融資源的合理配置會促進經濟的發(fā)展，從而有效配置資源，降低地區(qū)發(fā)展的不平衡。而反過來，同時經濟發(fā)展水平向好，會促進工資收入的提高，增加就業(yè)。經濟的發(fā)展水平不斷提高，促進投資需求的提升，從而刺激投融資的貸款利率提高，此時低收入人群將手中有限的資本以較高利率放貸給高收入人群，高收入人群可以進行資本增值的生產經營活動，使得低收入人群也可獲得更多利息收入，進而產生資本累積的涓滴效應。

（四）提出假設

根據(jù)上述金融影響居民收入的影響機制分析可知，金融可得性對城鄉(xiāng)居民收入的影響不一，從金融可得性影響收入的直接機制看，金融對城鄉(xiāng)居民收入產生的排斥效應和門檻效應都表明會加大城鄉(xiāng)居民收入差距，而從減貧效應、包容性效應以及間接機制的資本累積都顯示會抑制城鄉(xiāng)居民收入差距。然而，從微觀個體的角度看，家庭金融可得性的提高可以緩解家庭進行生產經營和自身生活的融資約束，提升開展居民進行農業(yè)和非農就業(yè)和創(chuàng)業(yè)等活動的概率（張龍耀等，2013），同時，家庭金融可得性的提高可提升自身資金的有效配置、風險的分散，提高家庭成員個人收入水平，進而改善收入分配差距（劉純彬和陳沖，

2010），在此基礎上提出假設1：家庭金融可得性的提高有助于提升家庭個人收入水平。

金融可得性可通過有效城鎮(zhèn)、農村家庭的個人收入及不同來源的個人收入，進而影響其家庭收入水平。近年來，為了消除農村居民獲得金融服務的阻礙，讓更多的貧困弱勢群體享受更多的金融服務，國家大力實施普惠型的農村金融惠農政策，普惠金融使經濟體重所有成員“在一個可支付的成本上確保金融服務的獲取，并且脆弱群體（如弱勢和低收入群體）能夠及時充分地獲取貸款”，根據(jù)Greenwald和Stiglitz（1990）所提出的投資理論，認為金融排斥會影響窮人，這是因為他最初就缺少擔保物和資源來獲取銀行貸款，而普惠金融通過賦予貧困人員就獲得貸款的權利，破除其資金約束，使其可以將資金用于自身教育，從而有助于提升他們在勞動力市場上的競爭力。這讓低收入的家庭帶來的邊際效應明顯要高于收入的農村家庭，也有利于縮小農村內部的收入差距，即“金融可得性 $$ 家庭收入水平 $$ 城鄉(xiāng)家庭之間收入差距”的作用機制，提出研究假設2：相比于高收入階層，低收入階層的家庭金融可得性提高能獲得更高家庭個人收入水平，有助于降低城鄉(xiāng)家庭之間的收入差距。

四、數(shù)據(jù)、變量和模型

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文采用中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)資料庫的微觀數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫是具有以下優(yōu)點：一、數(shù)據(jù)庫分為社區(qū)、家庭和個人三個層面的數(shù)據(jù)進行追蹤調查；二、可反映我國整體的社會經濟發(fā)展水平，調查覆蓋面廣和數(shù)據(jù)質量高等優(yōu)點。在此基礎上選用2014年、2016年和2018年三年的CFPS的城鄉(xiāng)全樣本追蹤數(shù)據(jù)，涉及我國31個省、直轄市和自治區(qū)，詳細地記錄了調查家庭的收入、消費支出、人口特征等經濟數(shù)據(jù)。此外，考慮到原始樣本存在部分缺失、數(shù)據(jù)不合理等情況，故對原始樣本數(shù)據(jù)進行以下處理：（1）剔除變量缺失樣本，如部分受訪者選擇“不適用”、“不知道”或者空格等，進行篩選并剔除；（2）刪除離異值和不合理的樣本；（3）考慮到收入數(shù)據(jù)的跨度較大，以及有0值存在，對收入和負債數(shù)據(jù)采取加1再取對數(shù)處理；（4）合并樣本中家庭收入調查數(shù)據(jù)與成人調查數(shù)據(jù)剔除不匹配的樣本，并最終形成最終得到37331個有效樣本數(shù)，包括18740個農村樣本和18591個城鎮(zhèn)樣本，能夠有效地反映近五年的我國社會整體經濟發(fā)展狀況。

（二）變量描述

被解釋變量：城鄉(xiāng)收入差距。借鑒周建等（2013）將居民主要收入分為工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收。本文選取的被解釋變量是家庭個人收入，家庭個人收入是一個家庭的總收入除以家庭總人數(shù)，包括工資性收入、經營性收入、轉移性收入、財產性收入，以 Q10% 、 Q30% ， Q50% ！ Q70% 、 Q90% 五個不同分位點分別計算出農村居民家庭個人收入，如表1所示。從表中可以發(fā)現(xiàn)，全樣本家庭低分位點的居民的個人收入要遠低于高收入分位點，如2014年個人收入在低分位點 Q10% 為1750元，而高分位點 Q90% 則為33758元，約為低分位點 Q10% 的20倍，此外。此外，隨著時間的推移，相較于2014年，從2016年和2018年樣本看，個人收入均有一定幅度的提高，但低分位點和高分位點的收入差距依然較高。最后，從農村樣本和城鎮(zhèn)樣本看，依然發(fā)現(xiàn)低收入階層的家庭收入遠低于高收入階層的收入水平，不同收入階層的家庭收入差距問題依然嚴峻。

解釋變量：金融可得性。本文考慮到現(xiàn)有文獻衡量單一經濟個體金融可得性時多使用該主體實際獲得的資金情況作為指標，例如何韌等（2012）采用有無獲得銀行貸款來衡量企業(yè)的金融可得性；盧亞娟等（2014）采用農戶獲得的正規(guī)與非正規(guī)貸款總額來衡量農戶的金融可得性，但實際上金融分組機構的數(shù)量以及貸款服務的門檻都是內生的，金融服務的供給內生于金融服務對象的及機會和金融需求（單德朋等，2016）。而本文考慮到選擇的變量金融可得性并不針對某一具體的經濟個體，而是更偏向于小型組織層面的家庭，故選用0，1啞變量來衡量是否獲得存款和貸款，可較好地消除收入與貸款產生的內生性問題。本文以獲得金融服務的種類反映家庭獲得金融可得性水平作為自變量。本文借鑒栗勤和肖晶（2015）測度農村普惠金融的方法，利用集中度指數(shù)測度中國不同收入家庭金融包容水平下的不平等程度，將所獲得的10576個有效樣本在獲得金融服務的種類數(shù)量，反應所有家庭金融可得性水平，將獲得金融服務分為存貸款、保險以及其他（國債、股票、基金等）理財產品等金融服務。如果一個樣本沒有獲得儲蓄或貸款、保險和其他理財產品的金融服務則為0，獲得其中任何一種則為1，獲得其中任何兩種則為2，獲得其中任何三種則為3，見表2。在2014年樣本中，農村樣本未獲得金融服務的比例高達 60.47% ，而城鎮(zhèn)樣本未獲得金融服務的比例為 44.41% ，全樣本未獲得金融服務的比例為 52.53% 。此外，從獲得1種、2種和3種金融服務看，農村樣本一直獲得金融服務的比例均低于城鎮(zhèn)樣本。從2016年和2018年的樣本結果看，農村樣本獲得金融服務的比例逐漸提高，尤其是獲得1種和2種金融服務，然而，農村樣本依然低于城鎮(zhèn)樣本的獲得金融服務的比例，這表明農村家庭獲得金融服務的種類和占比均要低于城鎮(zhèn)家庭樣本，城鄉(xiāng)家庭能否獲得金融服務存在較大的差距。

控制變量：考慮到除了金融可得性因素外，存在其他影響農村、城鎮(zhèn)家庭收入水平的因素，比如肖龍鐸和張兵（2017）認為影響農村居民收入的影響包括戶主的性別、年齡、受教育程度和家庭資產、人口規(guī)模、所在地區(qū)個人GDP等因素。本文考慮到城鎮(zhèn)、農村不同家庭的特征，戶主的性別對影響其家庭收入的效應較小，故本文選取的控制變量包括地區(qū)特征、家庭特征和受訪者特征三個層面。其中，地區(qū)特征控制變量選取地區(qū)發(fā)展水平（選用我國各省市人均GDP衡量，并取對數(shù)處理）；考慮到不同農村、城鎮(zhèn)家庭初始的自身要素稟賦不同，主要選取家庭生產性固定資產、家庭負債總額（包括待償房貸總額和其他銀行貸款，并加1取對數(shù)處理）以及城鄉(xiāng)分類（城市為1，農村為0）；受訪者特征包括受教育程度（文盲/半文盲為0年，小學為6年，初中為9年，高中/中專/技校為12年，大專為15年，本科為16年，研究生為19年）、健康狀況（選取健康狀況主要考慮到居民健康水平可能會影響到其工作收入和因病致窮，0＼～5健康水平依次遞增）、不同的家庭人口數(shù)量、婚姻狀況（已婚有伴侶為1，其他情況為0）和年齡，共得到37331個有效樣本，包括農村樣本18740個和城鎮(zhèn)樣本18591個，描述性結果統(tǒng)計見表3。

五、實證分析

（一）設立模型

本文對于金融可得性對家庭收入差距的影響實證分析分為兩部分，第一部分是分析金融可得性對居民收入的影響，具體實施方法包括使用OLS回歸方程分析法和傾向值匹配中的ATT檢驗方法；第二部分是分析金融可得性對家庭收入差距的影響，先利用GINI系數(shù)直接測算各家庭之間收入的差距，使用ATT中的匹配后的家庭收入（假設沒有獲得一種金融服務）再次測算家庭收入差距，最后計算ATT效應觀察金融可得性對家庭收入差距的影響。

（1）家庭個人收入的回歸方程

In （Y_i）=α+θD_i+Σβ_jCV_i，j+ε_i

其中，In（ Y_i） 表示家庭i的個人收入的對數(shù)，作為因變量；D表示啞變量，將獲得金融服務種類進行二分法分類。如果家庭獲得金融服務，則取值為1，包括獲得一種、兩種、三種及以上金融服務，如果家庭未獲得金融服務，則取值為0。U表示城鄉(xiāng)分類的啞變量，農村家庭取值0，城鎮(zhèn)家庭取值1； CV_i，j 表示各控制變量，其中分別包括家庭負債總額、家庭固定資產、地區(qū)發(fā)展水平、城鄉(xiāng)分類、戶主受教育年限、戶主健康狀況以及家庭人口規(guī)模，θ 、 β 分別表示啞變量和各控制變量的系數(shù)， ε_i 表示誤差項。

為了彌補最小二乘法（OLS）在回歸分析中的缺陷，采用Koenkel和Pxassett在1987年分位數(shù)回歸（QuantileRegression）思想，以因變量Y的條件分位數(shù)對自變量X進行回歸，得到所有分位數(shù)下的回歸模型，相比于普通最小二乘法回歸描述自變量對因變量局部變化的影響而言，更能精準地描述自變量X對因變量Y的變化范圍以及條件分布形狀的影響，構建分位數(shù)回歸方程，見公式（2）。

uant_τ{ln（Y_i）∣D_i}===β_o+θ^τD_i+Σβ_j^τCV_i，j+ε_i

公式（2）中的為分位點， ln（Y_i） 表示農村家庭i的個人收入的對數(shù)， D_i 表示是否獲得金融服務， θ^τ 和 β_j^τ 表示各變量參數(shù)估計的t分位系數(shù)，其他變量和符號的解釋與公式（1）相同。

（2）傾向值匹配法分析金融可得性對家庭收入的影響ATT=E[Y_1I-Y_0I|D_I=1]=E[Y_1I|D_I=1]-E[Y_0I|D_I=1]

采用Heckman（1999）開發(fā)的ATT方法，利用傾向值計算金融可得性對家庭收入的影響，分析金融可得性對家庭收入的影響。其中 E[Y_1I-Y_0I∣D_I=1] 表示獲得金融服務的家庭i的收入期望值， E[Y_0I|D_I=1] 表示獲得金融服務的家庭i如果沒有獲得金融服務時的家庭收入期望值。結合公式（1）和（3）得出ATT的估值。

其中 n_D 表示獲得金融服務的家庭數(shù)量， 是公式（1）中的估計值，ATT效應表示處理組的因果效應。

（3）金融可得性對家庭收入不平等影響

為了測算金融可得性對家庭收入不平等的影響，首先，選取收入不平等的衡量指標，本文選取的基尼系數(shù)（GINI）作為衡量收入不平等的指標，如公式（5）。

其中n表示樣本數(shù)量Y表示全部樣本家庭收入的平均值， Y_i 表示家庭i的收入， ρ_i 表示家庭i的收入在全部樣本家庭收入的排名。

其次根據(jù)金融可得性對居民家庭收入的影響，計算金融可得性對居民家庭收入差距的

影響，如公式（6）。

在公式（6）的右側， 樣本中獲得金融服務的基尼系數(shù)， 表示未獲得金融服務的基尼系數(shù)，公式左側為了兩者之差，可反應基尼系數(shù)的變化。

（二）實證結果

1.基準回歸分析

為了更加清晰地分析金融可得性對家庭不同收入來源的影響，通過估計金融可得性對家庭個人工資性收入、個人經營性收入、個人財產性收入和個人轉移性收入的回歸方程，本文考慮到可能存在異方差問題，故采用穩(wěn)健性OLS回歸。從表4可以看出，金融可得性對個人收入、個人工資收入、個人經營性收入和個人財產性收入均產生正向顯著影響。此外，在其他控制變量不變的情況下，金融可得性對個人收入的顯著性影響效果最高，影響系數(shù)達0.544，顯著性影響系數(shù)最低的為個人經營性收入，影響系數(shù)為0.130。此外，其他控制變量也能在一定程度上影響居民的收入和不同來源收入，如教育和婚姻狀況顯著提高居民的個人收入，其他控制變量對個人收入和不同來源收入的影響存在一定的差異。這表明，家庭金融可得性提高能顯著地提高家庭的個人收入。從個人收入的不同來源看，個人工資性收入、個人財產性收入個人經營性收入和個人轉移性收入都會提高，驗證了本文的假設1。

此外，考慮到金融可得性對城鎮(zhèn)居民和農村居民收入的影響存在一定差異，從城鎮(zhèn)和農村角度分別進行回歸，如表5所示，由于篇幅原因，結果不再展示控制變量回歸結果。從回歸結構可以看出，金融可得性對城鎮(zhèn)和農村居民的個人收入均呈現(xiàn)正向顯著影響，城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)高于農村居民的影響系數(shù)。從個人經營性收入、財產性收入和轉移性收入，金融可得性對城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)依然高于農村居民的影響系數(shù)。然而，金融可得性對城鎮(zhèn)居民的個人工資性收入沒有顯著影響，而對農村居民個人工資性收入產生正向顯著影響，且影響系數(shù)高達0.739，表明金融可得性對農村居民的工資性收入水平有更大的影響。

最后，本文也考慮到選用2014年、2016年和2018年三個不同樣本作為全樣本可能對回歸結果造成一定差異，故依次以不同年份樣本和城鄉(xiāng)樣本對個人收入進行回歸分析，如表6所示。從表中結果可以發(fā)現(xiàn)，不論是城鄉(xiāng)樣本或者農村樣本，金融可得性在2014年、2016年和2018年均對個人收入產生顯著正向影響。此外，相較于城鎮(zhèn)樣本，金融可得性對2014年的農村樣本的個人收入的影響系數(shù)要低于城鎮(zhèn)樣本，然而，在2016年和2018年間，農村樣本的金融可得性對個人收入的影響系數(shù)均要高于城鎮(zhèn)樣本，表明金融可得性對農村居民的個人收入有更高影響水平。

2.分位數(shù)回歸分析

本文考慮到OLS回歸方程只能反映出金融可得性對農村家庭和城鎮(zhèn)家庭個人收入的均值的影響，并不能對各個收入階層的影響進行有效的呈現(xiàn)，故采用分位數(shù)回歸分析法分析金融可得性對不同農村家庭個人收入和不同來源收入的影響。該方法所獲得的結果不易受到極端值的影響較為穩(wěn)健，并且可以通過不同收入階層的影響系數(shù)分析金融可得性對農村家庭的收入差距的影響，見表7。在全樣本的分位數(shù)回歸結果中可以看出，首先，金融可得性對不同分位點的個人收入均產生正向顯著影響，且收入處于低分位點的居民的影響系數(shù)要高于收入處于高分位點的影響系數(shù)；其次，從農村樣本和城鎮(zhèn)樣本看，依然發(fā)現(xiàn)隨著城鎮(zhèn)和農村居民的收入的分位點提高，金融可得性對個人收入的影響系數(shù)逐漸下降，金融可得性對農村居民收入處于低分位點 Q10% 、 Q90% 的影響系數(shù)要低于城鎮(zhèn)居民在 Q10% 1Q90% 分位點的影響系數(shù)，而處于中間分位點 Q30% 、 Q50% ，卻是農村居民的影響系數(shù)要高；最后，從全樣本的不同時間段看，也發(fā)現(xiàn)隨分位點的不斷提高，影響系數(shù)減小。此外，相較于2014年和2018樣本，2016年樣本影響系數(shù)整體要高于2014年的影響系數(shù)。這表明金融可得性可對低收入群體的個人收入的促進作用要高于對高收入群體的個人收入的，有效地改善農村和城鎮(zhèn)居民的低收入群體與高收入群體的收入差距，從而驗證了本文的假設2。

另一方面，本文考慮到農村樣本和城鎮(zhèn)樣本在不同時間段的分位數(shù)回歸結果也可能存在一定差異，故以個人收入為被解釋變量回歸分析，如表8所示。從表中結果可以看出，金融可得性對低分位點的農村、城鎮(zhèn)樣本的個人收入的影響系數(shù)，也要高于高分位點的農村、城鎮(zhèn)樣本的個人收入的影響系數(shù)，進一步驗證了本文的假設。

3.傾向值匹配分析

為了探究全樣本家庭是否獲得金融服務對其家庭個人收入及不同來源收入的影響，利用傾向值匹配分析得到所有家庭收入和收入差距的ATT效應。同時，使用基尼系數(shù)測算不同家庭之間的個人收入與不同來源收入之間的差距。如表9所示，在左側分析的是金融可得性對收入的影響，右側的則是以基尼系數(shù)反映全樣本家庭的收入差距。從表9樣本家庭個人收入的ATT效應可知，包括獲得金融服務和未獲得金融服務的全部樣本實際個人收入水平的均值為9009元，匹配后的個人收入均值為15139元，表明獲得金融服務可使得居民個人收入提高6130元；而全部家庭的實際個人收入水平的均值的基尼系數(shù)為0.0785，在通過匹配后的基尼系數(shù)則變0.0764，表明獲得金融可得性的貧困家庭的基尼系數(shù)低于未獲得金融可得性的家庭0.0021。此外，從農村樣本，城鎮(zhèn)樣本以及分年樣本看，可以發(fā)現(xiàn)獲得金融服務后依然能提高居民的個人收入，除了2014年全樣本基尼系數(shù)有所提高，相較于未獲得金融服務，居民在獲得金融服務后各樣本的基尼系數(shù)均有所下降，這表明金融可得性有助于降低全樣本的收入差距，從而驗證了假設2。

表10是在不同時間段和類型家庭個人收入的ATT效應和收入差距分析。從農村樣本看，獲得金融服務和未獲得金融服務的全部樣本實際個人收入水平的均值依然要低于匹配后的個人收入均值，且隨著年份不斷提高，兩者的差值ATT效應也有所提高，從2014年的2709元到2018年的5048元。此外，相較于未獲得金融服務居民的基尼系數(shù)，獲得金融服務的農村在2014年的基尼系數(shù)提高了0.0023，而隨后農村家庭基尼系數(shù)均出現(xiàn)下降。另外，從城鎮(zhèn)樣本的個人收入ATT效應和收入差距也可以得出與農村樣本相同的結果。

4.穩(wěn)健性分析

為保證所得研究結論的可靠性，本文采取以下方法進行穩(wěn)健性分析：首先，更換變量測度方法為了驗證金融可得性對農村家庭之間收入差距的影響的可信度，通過保持原有的被解釋變量和控制變量不變，具體措施包括：（1）改用將保險和理財產品兩種類型作為金融可得性I，保險、貸款和理財產品作為金融可得性的三種類型作為金融可得性II；（2）僅選用2014年和2016年樣本，并依次從城鎮(zhèn)和農村兩個樣本分析；（3）采用分位數(shù)回歸，并選用 Q10%～90% 共9個分位點回歸，見表11。結果表明，金融可得性I和金融可得性I均會促進農村或城鎮(zhèn)家庭的個人收入水平。此外，相較于高收入的家庭，低收入水平的農村家庭的金融資產對其家庭個人收入水平具有更高的正向促進效應，這也進一步驗證了本文的結論。

六、結論與政策建議

本文的研究結論主要有以下三點：

研究結果發(fā)現(xiàn)金融可得性能夠提高城鎮(zhèn)、農村居民的收入水平，在其他控制變量不變的情況下，金融可得性每提高 1% ，全樣本的個人收入提高 0.544% ，城鎮(zhèn)家庭個人收入提高0.551% ，農村家庭個人收入提高 0.524% 。對家庭個人收入來源進一步分解，金融可得性的提高對城鎮(zhèn)和農村家庭的個人工資性收入、個人經營性收入、個人財產性收入和個人轉移性收入都有促進作用，其中對個人收入的影響最大。此外，金融可得性對城鎮(zhèn)和農村居民的個人收入均呈現(xiàn)正向顯著影響，城鎮(zhèn)居民的影響系數(shù)高于農村居民的影響系數(shù)，且對不同時間段的城鎮(zhèn)和農村居民的收入也有正向顯著影響。

本文也發(fā)現(xiàn)金融可得性對城鎮(zhèn)、農村不同收入層面的家庭影響效應不同，從不同收入水平的分位數(shù)回歸結果發(fā)現(xiàn)，金融可得性對城鎮(zhèn)、農村低收入階層的家庭個人收入有顯著的正向效應，且金融可得性對提高家庭個人收入隨收入水平提高，其影響效應逐漸減弱。進一步從個人收入的不同收入來源分析，發(fā)現(xiàn)金融可得性對低收入城鎮(zhèn)、農村家庭的個人經營性收入、轉移性收入、經營性收入、財產性收入的系數(shù)均要高于高收入城鎮(zhèn)、農村家庭。

基于傾向匹配分析測度收入差距的GINI系數(shù)方法得到，在不同樣本家庭個人收入的處理組的因果效應發(fā)現(xiàn)，獲得金融服務和未獲得金融服務的全部樣本實際個人收入水平的均值均低于匹配后的個人收入均值，表明金融可得性有助于提高城鎮(zhèn)、農村家庭的收入水平。另一方面，相較于未獲得金融服務，如果居民獲得金融服務后，各樣本的基尼系數(shù)均會有所下降，這表明金融可得性有助于降低全樣本的收入差距。

基于本文所得結論，提出以下政策建議：第一，深化普惠金融產品創(chuàng)新與精準投放，強化農村低收入家庭經營性收入增長動力。研究發(fā)現(xiàn)，金融可得性對農村家庭經營性收入的促進作用顯著高于其他收入來源，且對低收入群體邊際效應更大。針對農村低收入家庭抵押物匱乏、風險承受力弱的特點，需構建以經營性活動為核心的差異化金融支持體系，推廣“信用 + 產業(yè)”聯(lián)動的普惠信貸模式，依托農業(yè)合作社、家庭農場等新型經營主體，開發(fā)無抵押小額循環(huán)貸款產品（如“鄉(xiāng)村振興貸”），將貸款額度與農戶生產經營規(guī)模、信用評級動態(tài)掛鉤，重點支持特色種植養(yǎng)殖、農產品加工等創(chuàng)收項目。例如，可借鑒印尼人民銀行的小額信貸模式，通過村級聯(lián)保小組降低信貸風險，同時引入政府擔保基金分擔金融機構風險。

第二，構建財政金融政策協(xié)同機制，通過轉移支付金融化縮小城鄉(xiāng)收入差距。考慮到金融可得性不僅提升收入水平，還能顯著降低基尼系數(shù)，但農村轉移性收入的金融賦能潛力尚未充分釋放。政府應該采取財政轉移支付為杠桿，設計“補貼 + 金融”聯(lián)動的政策組合。其一，推動轉移支付資金金融化運作，將低保金、生態(tài)補償金等政府補貼通過數(shù)字賬戶直撥到戶，并允許農戶以未來補貼收益為質押申請生產性貸款。此外，創(chuàng)新“產業(yè)基金 + 集體經濟”模式，在縣域層面設立鄉(xiāng)村振興發(fā)展基金，引導社會資本通過PPP模式投資農村冷鏈物流、電商平臺等基礎設施，產生的收益按比例反哺低收入家庭作為財產性收入。

第三，優(yōu)化農村金融基礎設施與服務體系，破解低收入家庭金融服務可及性障礙。本文研究發(fā)現(xiàn)，金融可得性對農村居民收入提升的系數(shù)低于城鎮(zhèn)，反映出農村金融基礎設施薄弱導致政策紅利傳導受限。需以村級服務網絡和信用體系建設為重點，打通金融服務“最后一公里”，在每個行政村設立多功能服務站，提供小額存取、保險代銷、信貸咨詢等基礎服務，并配備移動服務車定期巡訪偏遠自然村。

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TheImpact Mechanisms of Financial Accessibility on Urban-Rural Household Income Disparities - An Empirical Study Based on CFPS Data

Xiong Kaijun， Wang Shuo

（International Business School， Hainan University， Haikou，570228）

Abstract：Financial accessibility plays a significant role in the income gap between urban and rural residents. To investigate the mechanisms through which financial accessibility affects the income gap between urban and rural households， this study measures the financial accessibility levels of urban and rural households and analyzes its impact on household income using data from the China Family Panel Studies （CFPS， 2014-20l8）. Baseline regression results indicate that financial accessibility improves household income， particularly for low-income households. Quantile regression reveals heterogeneous effects of financial accessibility on different income sources （wage income， operational income， property income， and transfer income） among urban households， yet its positive impact on enhancing these income sources is consistently greater for lowincome households than for high-income ones. Further analysis demonstrates that financial accessibility significantly reduces income disparities between urban and rural households. For both urban and rural households， income inequality among those with access to financial services is smaller than among those without such access.

Key Words： Financial Availability; Personal Income; Urban and Rural Households; Income Gap